体育锻炼对青少年身体自我观念和生活满意感的影响效应分析，本文主要内容关键词为：体育锻炼论文,青少年论文,效应论文,观念论文,满意论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：G804.83文献标识码：A文章编号：1000-520X(2007)03-0059-05
1 问题的提出
身体锻炼是以发展身体，增进健康，增强体质，调节精神和丰富文化生活为目的的身体活动。由国务院颁布、倡导和实施的全民健身计划，给身体锻炼赋予了前所未有的重要意义，对国民基本素质的提高和社会、经济的发展，具有深远的影响。所以，全民健身计划是包含着关于身心关系的重要哲学命题、体育命题和心理命题，她不仅对国民的身体素质具有深远影响，而且对国民的心理建设具有深刻意义。但是，以往对全民健身计划的宣传，似乎没有对身体锻炼和心理健康的关系给予应有的重视。究其原因，第一，大众对心理健康的重视程度尽管有所提高，但仍不及对身体健康的重视程度；第二，有关身体锻炼与心理健康关系的研究过于贫乏，心理学家尚未积累充分数量的证据来向大众做出这方面的宣传和指导[1]。
从20世纪80年代开始，身体锻炼与心理健康关系的研究就已经开始受到西方学者们的关注。Folkins和Sime(1981)通过对身体锻炼和心理健康关系问题的综述研究，提出了身体健康有益于心理健康的观点。之后的一系列研究也都证实了体育锻炼可以促进练习者的心理健康(McDonald & Hodgdon,1991)。由于自我观念与心理健康之间具有十分稳定的关系，在许多考查身体锻炼的心理效应的研究中，都将自我观念作为重要的指标来衡量体育锻炼的心理效应(张立敏，张力为，2004)[2]。
本研究拟从自我观念和生活满意感等心理健康的重要指标入手，探索体育锻炼潜藏的丰富的心理学意义和检验身体锻炼活动对人的心理健康的具体影响。本研究的主要研究问题包括：身体锻炼能否普遍增强青少年的自我观念和生活满意感？体育锻炼程度是否对青少年的自我观念和生活满意感产生不同的影响效应？在对以上问题进行实证研究的基础上，进一步探索生活满意感和自我观念与体育锻炼之间的内在关系。对以上问题进行实证与探索将有助于为身体锻炼的管理者和指导者提供具体的心理学指引。
2 研究对象与方法
2.1 被试
参加本次测试的青少年被试为来自广州市普通中学的高中生和普通大学的大学生共计276人，其中男122人，女153人，平均年龄为19±0.91岁。
2.2 测量工具
测试工具由身体吸引力、身体价值感、一般自尊和一般生活满意感4个分量表组成，共28个题目。
2.2.1 身体吸引力的测量
身体的吸引力是通过“身体吸引力量表”(段燕平，2000)进行测量。该量表的项目内容包括身材、体形、举止仪态以及不太过于肥胖，共6个条目。该量表为单维度的7级李克特，选项从1=完全不同意，过渡到7=完全同意。分数越高，表示对自己身体的吸引力肯定性评价越高。研究表明该量表具有较好的信度，本次测量的克隆巴赫系数a为0.87[3]。
2.2.2 身体价值感的测量
身体价值感是通过“身体价值感量表”(段燕平，2000)进行测量。该量表项目内容包括身体自我的一般快乐、满意、自豪、尊重及有信心的感觉，共6个条目。该量表为单维度的7级李克特，选项从1=完全不同意，过渡到7=完全同意。分数越高，表示对自己身体价值感的肯定性评价越高。研究表明该量表具有较好的信度，本次测量的克隆巴赫系数a为0.85。
2.2.3 整体自尊感的测量
整体自尊感是通过“一般自尊量表”(Rosenberg,1965)进行测量。该量表为单维度的7级李克特量表，共10个条目。选项从1=完全不同意，过渡到7=完全同意。分数越高，表示整体的自尊水平越高。研究表明该量表具有较好的信度，本次测量的克隆巴赫系数a为0.81。
2.2.4 一般生活满意感的测量
一般生活满意感是通过“一般生活满意感量表”(Leung和Leung，1992)进行测量。该量表为单维度的7级李克特量表，共10个条目。选项从1=完全不同意，过渡到7=完全同意。分数越高，表示满意度越高。研究表明该量表具有较好的信度，本次测量的克隆巴赫系数a为0.70。
2.3 测试程序
本次研究的问卷调查是由经过适当培训的任课教师协助，在课堂上进行上述问卷的施测。所有学生均在15min以内完成以上全部问卷。在问卷的指示语中，强调以不记名方式回答问卷，以鼓励受试者如实做答。
3 结果与讨论
研究被试在身体价值感、一般自尊以及生活满意感等量表上的得分统计结果见表1。
3.1 研究被试在4个量表上的性别与年龄特征分析
应用多元方差分析(MANOVA)对被试在一般自尊、身体价值感、身体吸引力和生活满意感4个维度的性别和年龄主效应以及性别和年龄之间的交互效应。表2中的统计结果显示，被试在一般自尊、身体价值感、身体吸引力3个维度上的性别主效应和在生活满意感、一般自尊、身体吸引力3个维度上的年龄主效应具有统计学意义(P＜0.05)；被试在生活满意感维度上的性别主效应和在身体价值感维度上的年龄主效应不具有统计学意义(P＞0.05)；被试的性别与年龄的交互效应在生活满意感这一维度上具有统计学意义(P＜0.05)，在一般自尊、身体价值感、身体吸引力3个维度上的交互效应均不具有统计学意义(P＞0.05)。对被试在生活满意感维度上的性别与年龄的交互效应的后续统计结果表明，中学男生的生活满意感水平高于中学女生的水平(P＜0.01)，大学生生活满意感水平的性别差异不具有统计学意义(P＞0.05)；中学男生的生活满意感水平高于大学生的水平(P＜0.05)，而中学女生生活满意感水平与大学女生的水平差异不明显(P＞0.05)。
目前关于青少年的身体自我以及一般自尊方面的性别与年龄特征的大多数研究结果一致认为，身体吸引力与一般自尊水平会随着年龄的增高而增长，而且男性的身体吸引力和自尊水平普遍高于女性(Kling,Hyde,Showers & Buswell,1999；何玲，张力为，2001；张力为，2004)[4-7]。本研究的结果从统计资料上来看与前人的研究基本一致。但是在身体价值感维度上的年龄主效应统计结果显示，身体价值感水平并没有随着年龄的增长而显著提高。这可能是由于从高中到大学，青少年身体发育和变化程度缓慢有关。
国内的有关研究结果表明，青少年的生活满意感不受性别因素的影响，但是年龄主效应显著，高中学生的生活满意感明显低于大学生(何玲，张力为，2002)。本研究对被试的生活满意感的性别与年龄交互效应的后续统计结果表明，在中学阶段，男生的生活满意感水平明显高于女生。但是随着年龄的增加，男生的生活满意感水平显著降低，而女生的生活满意感水平则一直保持平稳的发展趋势。就以上的不同研究结果，目前我们还无法得出肯定的结论和有科学依据的解释。
3.2 锻炼程度对自我观念及生活满意感的影响
参照我国对体育人口界定的一般标准(体育人口的锻炼标准为平均每周锻炼3次，每次30分钟以上)，我们把锻炼程度分为3个水平：水平1表示不锻炼，水平2表示锻炼，但没达到体育人口的水平，水平3表示经常锻炼(即体育人口)。对不同锻炼水平者的4个量表的方差分析统计显示，不同锻炼水平的被试，在身体吸引力、身体价值感、一般自尊3个维度上差异性具有统计学意义(P＜0.01)，但是在生活满意感维度的差异性不具有统计学意义(P＞0.05)。通过LSD多重比较进一步分析发现：经常锻炼的被试与非体育人口被试在身体吸引力、身体价值感、一般自尊3个维度上的差异性具有统计学意义(P＜0.01)；锻炼但没有达到体育人口标准的被试与不锻炼者在身体吸引力和一般自尊两个维度上的差异性不具有统计学意义(P＞0.05)。
体育锻炼活动与心理健康的关系是一个早已有之的研究，而以往的研究大都倾向于认为体育锻炼可以通过提高自我观念的变化而带来积极的心理效应。例如，一些研究确认，锻炼对自我观念提高的促进作用，锻炼者比无锻炼者有更积极的总体自我观念(Goni & Zulaika,2000; Fontane,1996; McDonald & Hodgdon,1991; Shestopal,1999)，体质好的人比体质差的人倾向于具有更好的总体自我观念和更好的身体自我观念。一些跟踪研究还表明，锻炼课程的长度、锻炼的频率、锻炼活动的类型等均与自我观念的改善程度有关。但是，也有的研究得到了不同的研究结果(Berger,2000; Shestopal,1999; Tiggemann & Williamson,2000)。显然，体育锻炼和自我观念变化之间的关系是十分错综复杂的，仍有许多问题有待回答[8-14]。何玲等人(2002)的研究结果表明，身体锻炼对与受试者身体有关的自我观念提高得最明显，说明身体锻炼对自我观念的影响，可能最开始是从身体自我观念开始起作用的。本研究是从被试参与体育锻炼的时间和强度来考查身体锻炼与自我观念之间的联系，研究结果表明，不同程度地参与体育锻炼可以对青少年的身体价值感产生不同程度的影响，只有达到体育人口的锻炼标准，体育活动才会对青少年的身体吸引力和一般自尊产生显著的影响。研究结果亦证明，身体锻炼对于身体自我观念的不同维度产生不同的影响效应[15]。本研究的结果表明，生活满意度不受体育锻炼参与程度的影响，说明生活满意度是一个比较稳定而且受多种主观和客观因素影响的心理建构，与体育锻炼之间可能存在着非对应的复杂关系。
3.3 体育锻炼与生活满意度、一般自尊、身体自我观念之间关系的路径分析
为了更全面地探讨锻炼程度、年龄、性别与自我观念和一般自尊、生活满意感的关系，我们在有关的理论建构和研究成果的基础上，分别以生活满意度、一般自尊、身体吸引力和身体价值感为因变量，应用逐步回归的统计方法建立了以下4个回归方程，以进一步分析各个变量之间的直接关系和间接关系。
方程1：生活满意感=21.8+0.18身体价值感+0.18一般自尊-0.71年龄
方程2：身体吸引力=15.04-4.87性别+0.675年龄+2.66锻炼
方程3：身体价值感=9.49+0.36身体吸引力+1.95锻炼程度-1.61性别
方程4：一般自尊=16.5+0.54身体价值+0.19身体吸引力+0.86年龄[16]
由于以生活满意度为因变量而建立的回归方程因未达到可接受水平(R＜0.04)而不予接纳(张文彤，2004)，然后依据可接受的回归方程以及相关理论建立路径分析图。
根据图1我们看到：(1)身体吸引力受性别和锻炼程度的直接影响；(2)身体价值感除了受性别和锻炼程度的直接影响外还受身体吸引力的直接影响；(3)一般自尊受年龄、身体价值感和身体吸引力的直接影响。这个结果提示我们，锻炼的程度只可以对身体吸引力和身体价值感进行预测，并不能直接预测青少年的一般自尊水平，也不能预测青少年的生活满意感。以往的研究大多认为体育锻炼能够影响青少年的一般自尊水平，但并没有深入讨论体育锻炼与一般自尊的内在联系。本研究通过建立回归方程来分析各个变量之间的路径关系，以查明体育锻炼与各个变量之间的复杂关系。研究结果证明了体育锻炼对青少年自我概念的影响仅局限于与身体有直接关系的自我概念维度，体育锻炼对青少年一般自尊的影响是通过身体吸引力和身体价值感而起到间接的影响作用。另外，本研究对不同锻炼程度者的生活满意感和生活满意感与其他各个变量之间的回归方程及其路径分析的结果都表明，体育锻炼不会直接或间接地对青少年的生活满意感产生显著的影响效应。虽然国内也有研究表明，一般自尊是预测生活满意感的直接因素(何玲，2002)，本研究的结果则显示，青少年的生活满意感难以使用一般自尊、身体自我概念、锻炼程度、年龄及性别等自变量进行预测。结合以上的研究结果，我们认同生活满意感是一个比较稳定而且受多因素影响的心理结构，它与身体自我概念、身体锻炼以及由此产生的人们对自己身体的看法之间的关系可能不是一一对应的，而是受到其他因素的影响和作用(张立敏，2004)。而就以上的不同研究关于一般自尊与生活满意感之间的关系问题所产生的分歧做出科学的解释，仍需要进行更加深入的研究。